95 1981 EFFEKTER AV ÖVNING OCH INSTRUKTION PÄ ETT KVANTITATIVT-NUMERISKT PROV VID KONSTANT HÅLLANDE AV VERBAL OCH ICKE-VERBAL FORMAGA

3, gogiska imieâ nr 95 1981 EFFEKTER AV ÖVNING OCH INSTRUKTION PÄ ETT KVANTITATIVT-NUMERISKT PROV VID KONSTANT HÅLLANDE AV VERBAL OCH ICKE-VERBAL FORMAGA Widar Henriksson N * O i 3 i UNIVERSITETET I UMEÂ ISSN 0348-938B

Henriksson, W. Effekter av övning och instruktion på ett kvantitativt-numeriskt prov vid konstanthållande av verbal och icke-verbal förmåga. Pedagogiska rapporter, Umeå, 1981, nr 95. SAMMANFATTNING Studiens syfte var dels att studera effekter av betingelserna övning och instruktion på ett kvantitativt-numeriskt prov, dels att undersöka om förmåga att tillgodogöra sig respektive betingelse var beroende av intellektuell prestationsförmåga som denna uppskattades utifrån två begåvningsprov. Det kvantitativt-numeriska provet, som betecknades K.VR och bestod av tre delprov, var en förlaga till det nuvarande högskoleprovet. De prov som utnyttjades för att erhålla en uppskattning av intellektuell förmåga utgjordes av ett verbalt och ett ickeverbalt prov från WIT III. Studiens design var en utvidgad variant av Solomon's 4-gruppsdesign och i studien ingick 105 folkhögskoleelever som försökspersoner. Efter det att begåvningsfaktorns inverkan kontrollerats via statistisk metodik blev studiens utfall att ingen av betingelserna övning eller instruktion resulterade i en förhöjd poäng på eft erprovet. Tänkbara anledningar till det erhållna resultatet diskuteras.

Henriksson, W. Effects of practice and instruction on a quantitative-numerical test when adjusted for verbal and non-verbal ability. Pedagogiska rapporter, Umeå, 19 81, nr 95. SUMMARY The aim of this study was, on one hand, to study the effect of practice and instruction on a quantitative-numerical test and, on the other, to examine whether the ability to profit by each treatment could be related to level of intellectual ability as estimated from two intelligence tests. The quantitative-numerical test, designated KVR and con sisting of three subtests, was a preliminary version of the present so-called Swedish Scholastic Aptitude Test and the tests used to obtain an estimate of intellectual ability were one verbal and one non-verbal test from WIT III. The design of the study was an extended variant of Solomon's 4-group design and the subjects were 105 folk high school students. The outcome of the study, when the influence of the factor of the subjects' ability had been eliminated through statistical analysis, was that neither of the two treatments, practice and instruction, resulted in a higher score on the posttest. Possible reasons for the obtained result are discussed.

1 Frågan huruvida en individs prestation kan påverkas av övning och instruktion har resulterat i många studier i syfte att försöka ge svar på denna fråga. Mångfalden studier har även resulterat i att det blivit allt svårare att få en samlad bild av dessa studiers utfall och därmed också rent allmänt av i vil ken omfattning och under vilka omständigheter en individs testpoäng kan påverkas av övning och instruktion. En bidragande orsak till detta har också varit frånvaron av enhetliga definitioner av begreppen övning och instruktion. I en systematiserad beskrivning och granskning av studier inom detta problemområde kategoriserade Henriksson (1981 a) dessa utifrån övnings- och/eller instruktionsbetingelsernas varaktighet i de olika studierna i korttids- respektive långtidsbetingelser. Den huvudsakliga orsaken till att tidsdimensionen togs som utgångspunkt för kategoriseringen i korttidsövning respektive långtidsövning och korttidsinstruktion respektive långtidsinstruktion var bland annat att det var den variabel som på ett någ orlunda enhetligt och avgörande sätt skiljde olika studier från varandra vad avsåg såväl erhållet resultat som betingelsernas genomförande. Med referens till denna kategorisering genomförde Henriksson (1981 b) i en studie betingelserna korttidsövning (KTÖ) och korttidsinstruktion (KTI) i syfte att se om dessa hade effekt på poängen i ett kvantitativtnumeriskt prov benämnt KVR. övning (KTÖ) innebar i denna studie att försökspersonerna genomgick ett parallellt förprov före det egentliga provet och instruktionen (KTI) innefattade dels generellt tillämpbara testtagningsstrategier dels strategier som var speciellt inriktade på de tre delproven i KVR. Studien genomfördes på lärare som utbildade sig till speciallärare och dessa kunde sägas vara någorlunda vana och förtrogna med test och prov såväl i specifik som mera allmän bemärkelse.

2 Detta var av betydelse eftersom en individs tidigare erfarenhet visat sig ha relativt stor betydelse för testprestationen (Henriksson & Wedman, 1980). Studiens utfall visade att såväl KTÖ som KTI resulterade i en signifikant ökning av totalpoängen i efterprovet. Effekten kunde dock i huvudsak tillskrivas ett av delproven (III), ursprungligen konstruerat av French (1964), och avsett att.mäta förmåga att jämföra och bedöma kvantiteter. Föreliggande studie kan sägas vara en uppföljning av denna studie med tillägget att samtliga grupper (Solomon's 4- gruppsdesign) erhöll ytterligare två prov som förprov: ett verbalt och ett icke-verbalt begåvningsprov. Vidare var instruktionsbetingelsen tidsmässigt förkortad och begränsad till en kort förklaring av dels generella dels delprovsspecifi ka (I, II, III) testtagningsprinciper. Vidare innefattades färre övningsexempel i denna studie jämfört med den tidigare studien. Gemensamt för båda studierna var att dessa genomfördes på försökspersoner som kunde kategoriseras som relativt testvana och testförtrogna. I föreliggande studie utgjordes dessa av elever från avgångsklasserna vid ett antal folkhögskolor. Orsaken till att designen i denna studie utökades med två förmätningar av prestationsförmåga på ett beg åvningsprov var dels att erhålla indikationer på de fyra gruppernas initiala jämförbarhet, dels att erhålla möjligheter till att relatera studiens utfall till betingelserna instruktion, övning och intellektuell prestationsförmåga mätt med begåvningsprov.

3 Syfte et övergripande syftet var att undersöka om poängen på ett kvantitativt-numeriskt prov (KVR) påverkades av betingelserna övning och instruktion när inverkan av individens prestationsförmåga kontrollerades via statistisk metodik. Övning definierades som genomgång av ett parallellt förprov och instruktionen bestod av dels allmän information avseende generellt tillämpbara testtagningsstrategier, dels information och övning avseende specifikt anpassade testtagningsstrategier för de tre delproven i KVR. Prestationsförmåga definierades utifrån poäng på ett verbalt och ett icke-verbalt begåvningsprov. Mera precist uttryckt var syftet att undersöka: - Effekter av övning och/eller instruktion, enligt ovanstående allmänna definition, på poängen i ett efte r- test med KVR dels totalt dels för respektive delprov (I, II, III). - Betydelsen av individens intellektuella prestationsförmåga, definierad utifrån poäng på ett verbalt [analogier) och/eller icke-verbalt (pussel) begåvningsprov, för poängtillskottet på efterte stet KVR av övning och/ eller instruktion.

4 METOD Den design som \ Y b 2 X Y a (E) \ S \ -< CT UJ X Y a Y a 1 i M C Beteckningar: = begåvning sprov, analogier (ÄN) Y, = begåvni ngsprov, pussel (PU) 2 Y, = förmätning (KVR) 3 X= instruktion till KVR Y a = eftermätning (K VR) Denna design som format studiens uppläggning kan sägas vara en utvidgad variant av Solomon's 4-gruppsdesign (Campbell & Stanley, 1963). Utvidgningen relativt föregående studie innebar att ytterligare förmätningar (Y, 1 och Y, ) innefattades i desig nen. 2 Mätinstrument De mätinstrument (prov) som utnyttjades i studien var dels två parallella versioner av KVR (SOU 1970:20) dels två delprov av WIT III: analogier och pussel (Westrin, 1969).

5 Av de parallella versionerna av KVR utnyttjades den ena vid förmätningen (Y^) i grupperna E och medan den andra utnyttjades vid eftermätningen (Y ) i samtliga grupper. De två proven var identiska med de prov som utnyttjats i en tidigare studie (Henriksson, 1901 b) och bestod av tre delprov, här betecknade I, II, III. Kortfattat beskrivet avsåg delprov I tolkning och användande av ick e konventionella symboler för olika matematiska operationer. Delprov II avsåg bedömning av huruvida tillräcklig information förelåg för att ett problem skulle vara lösbart. Delprov III avsåg bedömning av längd hos en konturlinje som begränsade en figur sammansatt av flera kongruenta rektanglar med kända mått (bilaga 1). De två begåvningsproven, analogier och pussel (Y^ oc h Yb2^ administrerades i samtliga fyra grupper som förprov. Analogier betecknades som ett verbalt begåvningsprov och pussel betecknades som ett icke-verbalt begåvningsprov. Procedur En slumpmässig fördelning av fyra elevklasser på betingelser (E-^, K^, l<2> K3 ) enligt design togs som utgångspunkt för studiens procedur som i övrigt, för respektive experimentbetingelse, hade den tidsmässiga kontinuitet som framgår av designen. Detta innebar t ex att pussel (Y^) i samtliga grupper föregicks av analogier (Y b 13 och att eftermätningen (Y g) utgjordes av en av de parallella versionerna av KVR. Vidare var samtliga prov sammanförda till ett häfte, som således hade samma innehåll inom grupperna E och respektive och men däremot olika innehåll mellan dessa grupper. Proceduren vid genomförande av och var lika i samtliga grupper. Efter en kort introduktion delades gruppens provhäften ut och försökspersonerna fick genomgå analogier respektive pussel (tid = 5,5 respek tive 6,5 minuter). Efter detta var proceduren olika för de

6 fyra grupperna; i grupperna E och följde en av de parallella versionerna av KVR (Y^)» i grupp följde den speciella instruktionen till KVR (X) och i grupp följde eftermätningen (Y^)* Därmed var undersökningen avslutad för grupp K^ medan övriga grupper (E, K^, ^ därutöver erhöll Yb^ och/eller instruktionen enligt design. Tider för den speciella instruktionen och KVR-proven var 60 respektive 30 minuter. Tiden för instruktionens genomförande var därmed något förkortad jämfört med den tidigare studien (Henriksson, 1981 a). Detta förorsakades främst av att färre övningsexempel genomgicks i anslutning till respektive delprov (I, II, III). I övrigt var proceduren vid instruktionens genomförande samma som i den tidigare studien. Försökspersonerna erhöll också samma instruktionsmaterial. (Se Henriksson, 1981 b för en mera utförlig beskrivning av instruktionsmaterial och instruktionsprocedur). Försökspersoner Sammanlagt 105 elever från avgångsklasserna vid fyra folkhögskolor i länet ingick i studien. Respektive skola behandlades som en grupp och erhöll en av de fyra experimentbetingelserna. Analysmetod Vid dataanalysen användes bland annat s k "post-hoc blocking" (se t ex Keppel, 1973; Edwards, 1979). Detta innebar mera konkret att begåvningsvariablerna analogier och pussel då ingick i analysen so m "blocking"-variabler, att övning (Yb^) och instruktion (X) utgjorde "treatments" och att totalpoäng i efterprovet (Y =) och denna uppdelad på dela prov I, II och III utgjorde beroende variabler. Närvaron av olika cellfrekvenser i kombination med urvals- och randomiseringsförfarandet i föreliggande studie medförde också att de genomförda analyserna utifrån "blocking"

7 baserades på icke viktade cellmedelvärden enligt Edwards (1968, 1979) vilket innebar att varje grupps (cells) medelvärde betraktades som en observation. RESULTAT I tabell 1 presenteras medelvärden och spridningsmått för de genomförda mätningarna i respektive grupp. Tabell 1. Medelvärde (x), standardavvikelse (s) och antal observationer (n) för angivna grupper vid forchi» Vb 2 * ^3) oc ' 1 eftermätning (Y a). Grupp 1 1 1 - -> S n x s X s x s x s E 26 13.65 4.57 12.23 4.15 7.38 3.60 7.77 3.52 K x 20 14.10 6.79 10.65 3.57 7.75 4.90 8.25 5.38 K 2 30 14.80 4.13 11.70 3.79 9.67 3.94 K 3 29 15.00 6.27 11.44 4.25 8.48 3.35 CT Lû Y a Av tabell 1 framgår att respektive grupps medelvärden i de två begåvningsproven (Yb^ = analogie r, = pusse l) varierade, men på ett relativt osystematiskt sätt. Experimentgruppen hade t ex de t lägsta medelvärdet i Yb-^ men det högsta medelvärdet av samtliga grupper i Y^^ Msdelvärdestest av de största medelvärdesski 1lnaderna, beaktat standardavvikelserna inom respektive Y^-, och Ybo» gav ej signir cr 4. i 1 f 54 ] fikanta skillnader: (t b s = 0.97 och B 1.33). Aven i förmätningen med KVR hade E- och K^-gruppen ungefär samma initiala nivå med det tillägget att K^-gruppen hade en någ ot större standardavvikelse. I tabell 2 redovisas data när för- och eftermätningen i respektive grupp delats upp på del provsresultat (I, II, III).

8 Tabell 2. Medelvärde (x) och standardavvikelse (s) för angivna grupper (E, K.^, K^) när totalpoängen i föroc ' n eftermätningen (Y g) delats upp på delprov I, II och III. YBO Grupp Del - X s X s E I 3.46 1.84 3.11 1.34 II 2.88 1.75 2.35 1.44 III 1.03 1.07 2.31 1.67 H -r I 3.20 2.01 2.80 2.16 II 2.95 2.01 2.85 1.76 III 1.60 1.73 2.85 2.30 K 2 I 3.50 1.83 II 2. 80 1.39 - III 3.37 1.97 S I 3.17 1.58 II 3.10 1.52 III 2.11 1.74 V En mede 1värdesjämförelse mellan för- och eftermätning i grupp E och resulterar i konstaterandet att en poängökning hade uppkommit enbart på delprov I II. På övriga delprov hade det i sam tliga fall skett en poängminskning indikerat av motsvarande medelvärdesminskning. En jämförelse över grupper i eftermätningen (Y ) visar att inom respektive delprov hade grupp (delprov I), grupp K.^ (delprov II) och grupp (delprov III) det högsta medelvärdet och en jämförelse av standardavvikelserna resulterar i konstaterandet att grupp i samtliga fall hade den största standardavvikelsen. I tabell 3 presenteras en korrelationsmatris för totalgruppen (n=105) i ett antal variabler. I denna tabell och i den fortsatta redovisningen utnyttjas följande beteckningar: AN (=Yb^), PU (=Yb2^» ANPU (=Yb^+Yb2^' YAI (Y för delprov I), YAII (Y för delprov II), 0 3 YAIII (Y för delprov III), YA (=Y ). 3 3

9 Tabell 3. Korrelationer (r ) mellan angivna variabler för totalgruppen*-^ Variabel AN PU ANPU YAI YAH YAIII AN PU.54 - ANPU.91.83 - YAI.44.41.48 - YAII.44.37.47.35 - YAIII.37.29.38.55.28 - YA.53.45. 56.83.66.82 Utifrån utfallet av korrelationsmatrisen utnyttjades inte AN eller PU var för sig vid analysen. Denna baserades i stället på ANPU, dvs den sammanlagda poängen på begåvningsproven analogier och pussel, vilken utnyttjades som "blocking"-variabel för att inom respektive grupp (E, K^, ^2' K3) göra en uppdelning på hög- och låggrupp. Utfallet av de genomförda variansanalyserna visade att i inget fall förekom någon trevägsinteraktion, i ett fall förekom en tvåvägsinteraktion och i samtliga fall var huvudeffekten begåvning (ANPU) signifikant. Konkret innebar detta att begåvningsvariabeln (ANPU) var signifikant för totalpoängen i efterprovet FC3-101) = 23.46, p <. 001 rnen också för respektive delprov; delprov I: F(3.101) = 13.18, p <.001, delprov II: F(3.101) = 20.83, p <. 001, delprov III: F(3.101) = 8.62, p <. 01. Allmänt beskrivet innebar en signifikant huvudeffekt i detta fall att en variation i poäng på efterprovet kunde relateras till motsvarande variation i poäng på ANPU, oavsett närvaro/frånvaro av övnings- (Ybg) e H er instruktionsbetingelsen (X). Den signifikanta interaktionseffekten förelåg för delprov III, F(3.101) = 3.98, p <.05, mella n övning oc h i p ~ struktion (X). Innebörden i detta ang es utifrån en grafisk beskrivning av poängutfall för låggrupp (figur 1) och höggrupp (figur 2) i variabeln ANPU.

10 III 5 Ej förprov Närvaro/frånvaro t av förprov (Y^ ) Förprov Ej instruktion o-1 o Instruktion Figur 1. Grafisk beskrivning av poängutfallet på delprov III vid eftermätningen för låggruppen inom respektive grupp. in 5 Ej förprov Förprov Närvaro/frånvaro av förprov (Y, ) _«Ej instruktion -O Instruktion Figur 2. Grafisk beskrivning av poängutfallet på delprov III vid eftermätningen för höggruppen inom respektive grupp.

11 Av figur 1 på föregående sida framgår att av de två grupperna sorn inte fick genomgå något förprov presterade den som fått instruktion betydligt bättre medan det omvända förhållandet, dock ej så markerat, kunde konstateras om de två grupper som fick genomgå förprovet (=övning) jämfördes. Samma tendens, fast avsevärt mindre markant, kan också iakttas i figur 2. Eftersom det i detta fall inte förelåg någon signifikant trevägsinteraktion kan också nämnas att det sammanslagna materialet, dvs höggrupp plus låggrupp, ger samma tendens i utfallet som den som figurerna 1 och 2 beskriver (jfr tabell 2). DISKUSSION I denna studie var syftet att studera effekter av betingelserna övning och instruktion på testpoängen i ett kvantitativt-numeriskt prov vid konstanthållande av faktorn begåvning. Den var en uppföljning av en tidigare genomförd studie (Henriksson, 1981 b) och i diskussionen kommer därför också jämförelser att göras mellan dessa två studier vad avser genomförande och utfall. Inledningsvis kan konstateras att prestationsnivån på K.VR såväl totalt som för grupper och delprov var betydligt lägre i denna studie än i föregående studie. Totalmedelvärdena i för- och eftertestet var t ex 11.24, 11.29, 14.86, 12.14, 14.06 och 11.37 i föregående studie (Henriksson, 1981 b, s 7) medan motsvarande medelvärden i denna studie var 7.28, 7.75, 7.77, 8.25, 9.67 och 8.48 (tabell 1). Eftersom experimentbetingelserna mellan denna och föregående studie inte var direkt jämförbara kan inga säkra slutsatser angående medelvärdesskillnader mellan det tredje, fjärde och femte medelvärdet i respektive serie göras utifrån dessa data. Tendensen förefaller dock vara att det förelåg en skillnad i prestationsförmåga mellan de försökspersoner som ingick i denna studie och de som ingick i föregående studie.

12 Av tabell 1 framgick att de experimentella betingelserna övning och instruktion inte hade någon effekt på totalpoängen i eftertestet (Y a). Den grupp som erhöll enbart instruktion («K^) uppvisade nämligen det högsta totalmedelvärdet, följt av den grupp som varken fick övning eller instruktion Den grupp (=E) som fick såväl övning utifrån en genomgång av det parallella förprovet (Yb^) som instruktion angående generella och specifika problemlösningsstrategier för Y g uppvisade det lägsta totalmedelvärdet av samtliga grupper. Detta utfall föranledde omedelbart frågan huruvida grupperna var initiait jämförbara i det prestationsavseende som är relevant i detta sammanhang. Indikationer på detta kunde erhållas genom att jämföra gruppernas prestationsnivåer på de två förproven analogier och motsatser. Som tidigare angetts var de största medelvärdesskillnaderna inom respektive Y^ och Y b 2 inte signifikanta. Ytterligare en indikation på åtminstone tre av de fyra gruppernas jämförbarhet kunde erhållas utifrån en jämförelse av prestationsnivåer på förprovet (Ybß) för grupperna E, och K^. Den största medelvärdesskillnaden (E-K. q) var inte statistiskt säkerställd ( 53 ) (t Qbg = 1.15 ) och grupperna kunde därför betraktas som jämförbara. Givet att grupperna var jämförbara och utifrån konstaterandet att övning och instruktion inte haft någon effekt på totalpoängen visade det sig också att det förelåg skillnad i utfa ll för de tre delproven. I de fall (=E och ) där en medelvärdesjämförelse mellan den parallella för- och eftermätningen kunde göras, iakttogs i båda grupperna en medelvärdesökning enbart för delprov III. Experimentbetingelserna: övning följt av instruktion (E) och enbart övning C K ) fungerade således uppenbart inte alls för de övriga två delproven, indikerat av såväl minskningen i totalpoäng som poängminskningen för dessa två grupper på delprov I och II.

13 Eftersom det förelåg en nivåskillnad i prestatio nsförmåga mellan försökspersonerna i denna och föregående studie kan denna skillnad i initial nivå vara en möjlig förklaring till skillnaden i utfall mellan de två studierna. I den föregående studien (Henriksson, 1901 b) resulterade nämligen ungefär motsvarande experimentbetingelser i en statistiskt säkerställd medelvärdesökning på delprov III. En annan förklaring kan också erhållas utifrån en jämförelse av experimentbetingelserna i de två studierna. Som tidigare angetts (s 6) var instruktionsperiodens längd förkortad i denna studie jämfört med den tidigare studien. Givet ett accepterande av hypotesen att det förelåg en skillnad mellan försökspersonernas prestationsförmåga mellan de två studierna, resulterade en förkortning av instruktionsperiodens längd förmodligen i att de instruerade strategierna i många fall varken etablerades eller utnyttjades. Variabeln tid kan i detta fall ses dels som oberoende variabel dels som beroende variabel. Åtskilliga studier på senare tid h ar utnyttjat ett kvantitativt synsätt och därvid betraktat tid som en oberoende variabel i inlärningsprocessen (Bloom, 1974; Anderson, 1976; Larsen, Markosian & Suppers, 1978). Gettinger & White (1979J som avgjort har detta synsätt gav uttryck för detta på följande sätt: "... time to learn is a stronger correlate of school learning than IQ is" (s 405). Tid som beroende variabel, en konventionell företeelse i inlärningssammanhang, har däremot vanligtvis setts relativt individens prestationsförmåga. Den allmänt accepterade relationen är därvid att ju lägre förmåga desto längre tid för att uppnå samma prestationsnivå. Oavsett synsätt på variabeln tid blir dock slutsatsen att en förkortning av instruktionstiden i sig förmodligen resulterade i en försämrad prestation på efterprovet (V ) i denna relativt föregående studie. a

14 I de fall där tidsfaktorn förkortning inte påverkade jämförbarheten mellan denna och föregående studie (=grupperna och K.^), var ändå prestat ionsnivån betydligt lägre i denna studie. Orsaken skulle då i detta f all kunna härledas till det faktum att två förmätningar (Yb-^ och Yb2^ tillkommit i denna studie. Det är då tänkbart att eftersom testtiderna var så korta (5,5 respektive 6,5 minuter) så har dessa förprov fungerat som s k "warm up" och därigenom fungerat prestationsförhöjande. Nash (1975) redovisade exempelvis i sin studie ett sådant utfall, men detta har uppenbart inte varit fallet i föreliggande studie. Den alternativa tolkningen blir då att den sammanlagda tiden varit för lång och därför fungerat uttröttande. Denna tolkning förefaller även den mindre rimlig eftersom den sammanlagda tiden i denna studie var kortare, jämfört med den föregående studien. Den enda rimliga tolkning som kan göras är därför att prestationsnivån hos försökspersonerna i denna stud ie var lägre jämfört med den föregående studien och att en förkortning av instruktionstidens längd därför fått en accentuerad betydelse på grund av d etta. Om individens intellektuella prestationsförmåga, som den uppskattades via analogier och pussel, tas som utgångspunkt för den fortsatta diskussionen, är det relevant att poängtera att man i andra studier gjort iakttagelsen att individens prestationsförmåga mätt med b egåvningsprov haft betydelse för hur mycket denne lärt sig av olika "treatments" (se t ex Eagan & Greeno, 1973; Mayer, Stiehl & Greeno, 1975). Betydelsen av individens prestationsförmåga mätt med begåvningsprov för utfallet av denna studie påvisades också eftersom den, i samtliga fall med ett undantag, var avgörande för prestationen på ef terprovet (Y ). Undantaget avsåg den interaktionseffekt som kunde konstateras för delprov III.

15 Denna innebar att de lågpresterande i den grupp som erhöll enbart betingelsen instruktion gynnades relativt sett mera av denna betingelse än de högpresterande. Denna iakttagelse är i överensstäm melse med konstaterandet att de högpresterande gynnas relativt sett mera av betingelsen övning eftersom denna individgrupp förmår att utan instruktion etablera individuella problemlösningsstrategier vilket de lågpresterande inte förmår (Sullivan & Skånes, 1971; Skånes, Sullivan, Rowe & Shannon, 1974; Labouvie- Vief & Gonda, 1976). Orsaken till att motsvarande förhållande inte kunde iakttas i E~grupp en, vilken fick motsvarande övning men följd av instruktion, kan ha varit att instruktionen fungerade som ett förvirrande och hämmande moment. Kortfattat beskrivet blev därför det sammanfattade intrycket av denna studie att försökspersonernas intellektuella prestationsnivå hade stor betydelse för poängen på eftertestet.

REFERENSER Anderson, L.W. An empirical investigation of individual differences in time to learn. Journal of Educational Psychology, 1976, 68_ (2), 226-233. Bloom, B.M. Time and learning. American Psychologist, 1974, 29, 682-608. Campbell, D.T., & Stanley, J.C. Experimental and quasiexperimental designs for research. Chicago: Rand McNally & Company, 1963. Edwards, A.L. Experimental design in psychological research, (3 rd ed.) New York: Holt, Rinehart and Winston, 1968. Edwards, A.L. Multiple regression and the analysis of variance and covariance. San Francisco: W.M. Freeman and Company, 1979. Egan, D.E., & Greeno, J.C. Acquiring cognitive structure by discovery and rule learning. Journal of Educational Psychology, 1973, 6_4, 85-97. French, J.W. New tests for predicting the performance of college students with high level aptitude. Journal of Educational Psychology, 1964, 55_, 185-194. Gettinger, M., & White, M.A. Which is the stronger correlate of school learning? Time to learn or measured intelligence? Journal of Educational Psychology, 1979, 7_1 (4), 405-412. Henriksson, W. Effekter av övning och instruktion på testprestation. En litteraturgranskning. Pedagogiska rapporter, Umeå, 1981 nr 93. (a). Henriksson, W. Effekter av övning och instruktion på ett kvantitativt-numeriskt prov. Pedagogiska rapporter, Umeå, 1981, nr 94. Ib). Henriksson, W., & Wedman, I. Practice, coaching and individual characteristics related to test performance. Paper presented at the Fourth International Symposium of Educational Testing, Antwerp, 1980. Keppel, G. Design and analysis: A rese archer's handbook Englewood Cliffs, New Jersey: Prentice Hall, Inc., 1973. Labouvie-Vief, G. & Gonda, J.N. Cognitive strategy training and int ellectual performance in the elderly. Journal of Gerontology, 1976, 3_1 (3), 327-332.

Larsen, 3., Markosian, L.Z., & Suppes, P. Performance models of undergraduate students on computer assisted instruction in elementary logic. Instructional Science, 1978, 7_, 15-35. Mayer, R.E., Stiehl, C.C., & Greeno, J.G. Acquisition of understanding and skill in relation to subjects preparation and meaningfulness of instruction. Journal of Educational Psychology, 1975, 67 (3 J, 331-350. Nash, W.R. The effects of warm-up activities on small group divergent problem-solving with young children. The Journal of Psychology, 1975, 89_, 237-241. Skånes, G.R., Sullivan, A.M., Rowe, E.J., & Shannon, E. Intelligence and transfer: Aptitude by treatment interactions. Journal of Educational Psychology, 1974, 64 14), 563-568. S0U 1970:20. Behörighet, meritvärdering, studieprognos. Specialundersökningar av kompetensfrågor. Sullivan, A.M., & Skånes, G.R. Differential transfer of training in bright and dull subjects of the same mental age. British Journal of Educational Psychology, 1971, 41 C 3 J, 287-293. Westrin, P.A. WIT III, manual. Stockholm: Skandinaviska testförlaget, 1969.

(Uppgifterna från SOU 1970:20) Bilaga 1 INSTRUKTION î Oå vi vill multiplicera ett antal på varandra följande heltal med varandra, använder vi här symbolen ( ). Produkten 1 2 3 4 kan med hjälp av denna symbol skrivas 1 ( ) 4. Oet minsta av de på varandra -följande talen skrives således före symbolen, det största efter. Exempel! 2 (-*)6-2-3-4-5*6-72 0. Vilket värde har produkten av 2 (*) 4 och 4 ( ) 5 minskat med 3 ( ) 4? a. 11 b. 32 c. 40 d. 466 e. Inget av dessa INSTRUKTION II Var och en av uppgifterna inleds med att en fråga eller ett problem ställs. Därefter följer två påståenden, (1) och (2), vilka innehåller olika slags information. Det gäller att avgöra om man för att lösa uppgiften klarar sig med den information som ges i det ena av påståendena, behöver båda påståendena» kan använda antingen det ena eller det andra påståendet eller behöver mer information än vad påståendena ger. Två på varandra följande hela tal är givna. Vilka? (1) Talens summa är 67. (2) Talens differens är 1. Tillräcklig information för lösningen erhålles a. i (1) men ej i (2] b. i (2) men ej i (1) c. i (1) tillsammans med (2) d. i (1) och (2) var för sig e * JL1 genom de båda påståendena INSTRUKTION III Följande åtta uppgifter består av figurer sammansatta av likadana rektanglar alla med längden a och bredden b. En sådan rektangel är avbildad nedan. För var och en av följande uppgifter skall längden av den feta linje som inlagts i respektive figurer uttryckt i a och b anges. Exempel : I figuren till vänster har den feta linje längden 4a 2b. a. 6a 4-6b b. 4a 6b c 3a 6b d. 2a 6b e. Längden stämmas kan ej be-